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Effet du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie : comparaison transnationale entre le Canada, l’Allemagne, le Royaume-Uni et les États-Unis

par Wen-Hao Chen et Feng Hou
Division de l’analyse sociale et de la modélisation, Statistique Canada

Date de diffusion : le 31 juillet 2018

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Début du texte

Résumé

Dans le présent article, on examine l’effet du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie d’un point de vue comparatif. On cherche également à vérifier si le lien entre le chômage et la satisfaction à l’égard de la vie est modéré ou renforcé par un chômage contextuel dans l’ensemble des régions d’un pays, que ce soit par une propagation négative ou un effet positif de normalisation sociale, ou les deux. Les résultats indiquent que des coûts non financiers perceptibles sont associés au chômage dans les quatre pays à l’étude. Ils font également ressortir des différences transnationales quant aux répercussions des facteurs modérateurs. Le chômage d’autrui, c'est-à-dire le chômage global dans la région, est un puissant facteur modérateur du chômage personnel au Canada, et, dans une moindre mesure, aux États-Unis; l’effet est ambigu au Royaume-Uni et aggravant en Allemagne. Les résultats étayent, en outre, un effet de propagation négatif du chômage d’autrui sur le travailleur aux États‑Unis et en Allemagne, aucun effet de propagation au Royaume-Uni et, fait surprenant, un effet de propagation positif généralisé au Canada. Une analyse de sensibilité a révélé de surcroît que cette anomalie canadienne constitue un phénomène observé principalement dans le Canada atlantique, non dans l’ensemble du pays.

Mots-clés : bien-être subjectif, chômage, insécurité d’emploi

Sommaire

Dans l’ensemble, les Canadiens sont plus heureux que les habitants du reste du monde, selon divers sondages et enquêtes. Toutefois, on sait peu de choses sur le partage de ces sentiments positifs dans toutes les populations, surtout celles qui obtiennent de mauvais résultats sur le marché du travail. De plus en plus d’études tentent de relier un statut d’emploi objectif à un bien‑être subjectif. Elles soutiennent essentiellement que l’emploi procure de nombreux bienfaits non matériels (comme des relations sociales et une identité au sein de la société) et que le chômage suppose la perte de ces bienfaits et, par conséquent, mène à un amoindrissement du bien-être subjectif. Le chômage contextuel dans l’ensemble des régions d’un pays, que ce soit par une propagation négative ou un effet positif de normalisation sociale, ou les deux, peut compliquer ou atténuer l’effet négatif du chômage chez la personne touchée.

À l’aide de données provenant du Canada, des États-Unis, du Royaume-Uni et de l’Allemagne, la présente étude contribue à la littérature en examinant le lien qui existe entre le chômage et la satisfaction à l’égard de la vie d’un point de vue comparatif. Trois questions sont posées : 1) Le chômage a-t-il un effet négatif important sur le bien-être, et en quoi cet effet diffère-t-il d’un pays à l’autre? 2) Quelles sont les répercussions connexes ou la valeur monétaire de l’état de chômeur comparativement à d’autres événements démographiques, comme un divorce ou un problème de santé? 3) Un chômage concentré sur des marchés locaux d’emploi influe-t-il sur l’écart entre le bien-être du travailleur et celui du chômeur, comme le laisse supposer l’hypothèse de la propagation et de la normalisation sociale?

Les résultats indiquent que des coûts non financiers perceptibles sont associés au chômage dans les quatre pays à l’étude. Toutes choses étant égales par ailleurs, le chômeur a tendance à avoir une moins grande satisfaction à l’égard de la vie que le travailleur, selon des écarts-types d’une valeur d’environ 0,3 au Canada, aux États-Unis et au Royaume-Uni, et une marge plus marquée des écarts-types en Allemagne, d’une valeur de 0,47.

Des différences transnationales quant aux répercussions des facteurs modérateurs sont observées. Le chômage d’autrui (mesuré à partir du taux de chômage régional) est un puissant facteur modérateur du chômage de la personne touchée au Canada et, dans une moindre mesure, aux États-Unis. Ce constat concorde avec l’hypothèse de la normalisation sociale. Toutefois, le chômage d’autrui a un effet ambigu au Royaume-Uni et un effet aggravant en Allemagne. Les résultats étayent un effet de propagation négatif du chômage d’autrui sur le travailleur aux États-Unis et en Allemagne, aucun effet de propagation au Royaume-Uni et, fait surprenant, un effet de propagation positif généralisé au Canada. Une analyse de sensibilité a révélé que cette anomalie canadienne constitue un phénomène observé principalement dans le Canada atlantique, non dans l’ensemble du pays.

Dans le présent article, on étudie également les raisons possibles des différences transnationales quant à l’écart observé entre le bien-être du chômeur et celui du travailleur, et aux facteurs modérateurs. Les perceptions, par une personne, de la sécurité et des perspectives d’emploi jouent un rôle de premier plan. Elles expliquent plus particulièrement les raisons pour lesquelles les chômeurs allemands ont affiché des cotes plus faibles que prévu pour la satisfaction à l’égard de la vie que leurs homologues en tous autres points égaux des trois autres pays. Les résultats uniques des Canadiens quant aux facteurs modérateurs pourraient toutefois découler de caractéristiques d’emplois saisonniers, de même que d’une forte migration du milieu rural à un milieu urbain dans les régions du pays où le chômage est élevé.

1 Introduction

Dans le présent article, on étudie l’effet du chômage sur le bien-être subjectif d’un point de vue comparatif, à partir de données déclarées sur la satisfaction à l’égard de la vie en tant que mesure indirecte du bien-être d’une personne. On cherche également à établir si le lien entre le chômage et la satisfaction à l’égard de la vie est modéré par un chômage contextuel dans l’ensemble des régions d’un pays, que ce soit par une propagation négative ou un effet positif de normalisation sociale, ou les deux. L’article contribue notamment à la littérature en présentant de manière systématique les résultats de tests empiriques pour quatre pays.

Dans l’ensemble, les Canadiens sont plus heureux que les habitants du reste du monde, selon divers sondages et enquêtes. Le sondage mondial Gallup de 2012 a, par exemple, classé le Canada au deuxième rang des pays les plus heureux sur les 150 étudiés. Le Canada avait une cote de 7,7 sur une échelle de satisfaction à l’égard de la vie de 10 points, derrière le Danemark, dont la cote était de 7,8Note  . L’indice « Vivre mieux » 2014 de l’Organisation de coopération et de développement économiques (OCDE, s.d.) a montré que le Canada arrivait en troisième place pour ce qui est de la satisfaction à l’égard de la vie (7,6 sur une échelle à 10 points) parmi les 34 pays membres. La cote du Canada était nettement plus élevée que la moyenne de 6,6 de l’OCDE. Toutefois, malgré l’abondante documentation attestant du rendement général élevé du Canada relativement à la satisfaction à l’égard de la vie, on sait peu de choses sur le partage de ces sentiments positifs dans toutes les populationsNote  , surtout celles qui obtiennent de mauvais résultats sur le marché du travail. De plus en plus d’études tentent de relier un statut d’emploi objectif à un bien-être subjectif. Les études réalisées prêtaient plus particulièrement attention à l’écart entre le bien-être du travailleur et celui du chômeur (p. ex. Winkelmann et Winkelmann, 1998; Frey et Stutzer, 2002). Elles soutiennent essentiellement que l’emploi procure de nombreux bienfaits non matériels, tels que des relations sociales et une identité au sein de la société, ou que le chômage implique la perte de ces bienfaits et, par conséquent, mène à un amoindrissement du bien-être subjectif.

La littérature dénote que les facteurs contextuelles qui ont une incidence à l’échelon local ou régional peuvent compliquer ou atténuer l’effet négatif du chômage chez la personne touchée. Clark (2003), par exemple, avance que les répercussions du chômage sur le bien-être de la personne touchée seraient moindres dans les régions présentant un fort taux de chômage. Un modèle de normalisation sociale atténuerait les répercussions, là où le chômage serait moins stigmatisé que d’autres personnes concernées du même marché local de l’emploi. Différentes hypothèses ont été avancées pour mettre en évidence le rôle modérateur des facteurs institutionnels, comme les garanties d’emploi (Ochsen et Welsch, 2012), les politiques du marché du travail (Carr et Chung, 2014) et la générosité des prestations de chômage (Di Tella, MacCulloch et Oswald, 2003). Aucune de ces questions n’a été explicitement étudiée au CanadaNote  .

Le présent article vise, en premier lieu, à présenter les premières données probantes sur l’effet du chômage sur le bien-être subjectif et sur les possibles facteurs modérateurs de cet effet au Canada. Réalisée d’un point de vue comparatif, l’étude analyse des données provenant de quatre pays industrialisés : le Canada, l’Allemagne, le Royaume-Uni et les États-Unis. L’analyse de mesures transnationales équivalentes présente au moins deux avantages. D’abord, la perte relative de bien-être causée par le chômage dans un pays donné peut être évaluée de façon claire. Un écart nettement plus marqué entre la satisfaction à l’égard de la vie du travailleur et celle du chômeur dans un pays donné, par exemple, pourrait constituer l’indice d’un marché de l’emploi particulièrement diversifié ou polarisé. Ensuite, l’analyse permet de mieux comprendre le rôle des facteurs contextuels qui ont une incidence sur le bien-être. L’importance de la réduction du bien-être des personnes en raison du chômage est intimement liée à des macrofacteurs, comme les facteurs institutionnels du marché du travail et l’État providence. Les habitants de pays ayant des politiques actives relatives au marché du travail, par exemple, peuvent connaître de plus faibles diminutions de la satisfaction à l’égard de la vie lorsqu’ils sont chômeurs. L’analyse comparative donne un aperçu du rôle modérateur de différents facteurs contextuels sur le bien‑être des personnes.

Le présent article porte sur trois grandes questions. Il vise d’abord à déterminer si le chômage a un effet négatif important sur le bien-être, et en quoi cet effet diffère d’un pays à l’autre. Il cherche ensuite à établir quelles sont les répercussions connexes ou la valeur monétaire de l’état de chômeur, comparativement à d’autres événements démographiques, comme un divorce ou un problème de santé. Enfin, les auteurs examinent des marchés régionaux d’emploi où le chômage est concentré pour savoir s’ils influent sur l’écart entre le bien-être du travailleur et celui du chômeur, conformément aux hypothèses de propagation et de normalisation sociale. Les résultats ont des conséquences directes, dans un contexte de chômage à la hausse, surtout chez les jeunes. Les politiques conçues pour accroître le bien-être en lien avec le chômage devraient peut-être cibler non seulement l’amélioration de la situation financière des travailleurs déplacés grâce à une redistribution du revenu, mais aussi l’établissement de mesures qui permettent de créer des emplois, qui aident les chercheurs d’emploi à acquérir des compétences et qui incitent au retour au travail.

Les résultats indiquent que des coûts non financiers perceptibles sont associés au chômage dans les quatre pays à l’étude. Le chômeur est susceptible d’avoir des taux de satisfaction à l’égard de la vie plus faibles que le travailleur, toutes choses étant égales par ailleurs. En ce qui a trait à la deuxième question, la présente étude montre qu’il faudrait beaucoup d’argent pour rémunérer le chômeur afin de rattraper l’écart relatif à la satisfaction à l’égard de la vie. En réponse à la troisième question, l’étude révèle que le chômage d’autrui est un puissant facteur modérateur du chômage de la personne touchée au Canada, et dans une moindre mesure aux États-Unis. Le chômage d’autrui a un effet ambigu au Royaume-Uni et un effet aggravant en Allemagne. Les résultats étayent un effet de propagation négatif du chômage d’autrui sur le travailleur aux États‑Unis et en Allemagne, aucun effet de propagation au Royaume-Uni et, fait surprenant, un effet de propagation positif généralisé au Canada. L’anomalie dans les résultats canadiens constituait un phénomène observé principalement dans le Canada atlantique, non dans l’ensemble du pays.

Le reste de l’article est organisé de la façon suivante. La prochaine section passe brièvement en revue les ouvrages publiés. La section 3 contient une description des données et des statistiques descriptives. La section 4 présente des données empiriques probantes de l’effet du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie. La section 5 traite de facteurs pouvant être à l’origine de différences transnationales quant aux résultats de la satisfaction à l’égard de la vie. Enfin, la section 6 conclut l’article.

2 Chômage, facteurs contextuels et bien‑être subjectif

Beaucoup d’ouvrages portent sur l’incidence du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie. La documentation abonde sur le fait que le chômage des personnes touchées réduit la satisfaction à l’égard de la vie, puisque la perte d’un emploi entraîne plus qu’une perte de revenu. Les textes de nature psychologique allèguent que le chômage peut déformer les perceptions d’une personne de sa propre valeur (Goldsmith, Veum et Darity, 1996) et provoquer des niveaux élevés de détresse mentale (Jahoda, 1988; Warr, 1987). L’estime de soi des chômeurs et leur bonheur général sont souvent moins élevés que ceux de personnes occupant un emploi mal rémunéré (Theodossiou, 1998).

Les textes de nature économique vont dans le sens de ces évaluations à l’aide de données empiriques. Clark et Oswald (1994) ont observé un lien négatif entre le chômage et le bien‑être mental au Royaume‑Uni. Winkelmann et Winkelmann (1998) ont utilisé des données allemandes pour montrer que l’effet négatif du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie va au-delà de la perte de revenu du travail. Dans la même veine, Carroll (2007) a montré que la réduction de la satisfaction à l’égard de la vie causée par le chômage équivaudrait à une perte de revenu annuel de l’ordre de 42 100 $ chez les hommes australiensNote  .

Bien que le chômage ait un effet négatif important en moyenne, certains groupes sont enclins à en souffrir plus que d’autres. Divers facteurs modérateurs du bien-être avancés pourraient expliquer les réponses hétérogènes des chômeurs. Le chômage contextuel serait un facteur modérateur connu. Selon l’hypothèse de la normalisation sociale, l’effet du chômage sur le bien‑être dépendrait de la situation sur le marché de l’emploi des autres (Clark et Oswald, 1994). Plus le nombre de chômeurs augmente, moins le chômage de la personne constitue une déviation par rapport à la norme sociale. L’effet négatif du chômage est alors atténué par les taux de chômage contextuel élevés. Les résultats empiriques sur l’effet du chômage contextuel sont toutefois mitigés. Quelques études réalisées dans plusieurs pays ont révélé que les chômeurs déclaraient de plus forts taux de bien-être dans des régions à taux de chômage plus élevés (Clark, 2003; Stutzer et Lalive, 2004; Powdthavee, 2007; Shields, Wheatley Price et Wooden, 2009; Helliwell et Huang, 2011, 2014). D’autres n’ont trouvé aucune preuve que le chômage régional atténuerait l’effet du chômage personnel sur le bien-être (Brereton, Clinch et Ferreira, 2008; Oesch et Lipps, 2013). Certaines études ont montré que le chômage s’avérait encore plus dommageable chez la personne touchée lorsque le chômage régional était plus élevé (Clark, Knabe et Rätzel, 2010; Chadi, 2014)Note  .

Ces derniers temps, de plus en plus d’ouvrages publiés indiquent que le chômage contextuel aurait un effet de propagation sur les non-chômeurs (Helliwell et Huang, 2014). Un taux de chômage régional élevé réduirait le bien-être des travailleurs, puisque ces derniers vivent avec la peur de perdre leur emploiNote  . Autrement dit, les travailleurs ayant un sentiment de sécurité moins bien ancré à l’égard du marché de l’emploi (p. ex. ceux ayant un emploi contractuel atypique ou temporaire) seront plus susceptibles de connaître un effet de propagation du chômage. Luechinger, Meier et Stutzer (2010) ont observé le rôle de la sécurité d’emploi en cas d’exposition à des chocs économiques dans des secteurs donnés. Ils ont montré que l’effet négatif d’un taux élevé de chômage régional sur la satisfaction à l’égard de la vie d’une personne découle principalement des inquiétudes de celle-ci liées à une insécurité d’emploi. En fait, Clark, Knabe et Rätzel (2010, p. 52) ont fait valoir que « la distinction qu’il convient d’apporter ne se situe pas entre l’emploi et le chômage, mais entre des niveaux élevés et faibles de sécurité relatifs au marché du travail ». Ils ont montré que des hommes au chômage ayant de bonnes perspectives d’emploi sont au moins aussi heureux que les travailleurs de sexe masculin ayant des emplois sûrs. Ils ont aussi montré que l’insécurité d’emploi avait un effet négatif important sur la satisfaction à l’égard de la vie, même chez les travailleurs.

Une analyse connexe s’intéresse au rôle des autorités responsables du marché de l’emploi et de l’État providence, qui modéreraient la satisfaction à l’égard de la vie des personnes en modifiant leurs chances d’emploi et leur insécurité relative au revenu. L’effet modérateur des facteurs institutionnels serait prédominant à un niveau d’agrégation régional (infranational), en présence d’écarts régionaux perceptibles dans les politiques relatives au marché du travail, ou au niveau d’agrégation national. Des études antérieures ont estimé l’effet modérateur des autorités responsables du marché du travail à partir de variations d’un pays à l’autre. Di Tella, MacCulloch et Oswald (2003), par exemple, ont montré que l’État providence est une force compensatrice. Des prestations de chômage plus généreuses sont associées à un plus grand bien-être pour les chômeurs et les travailleurs, sans doute parce que ces prestations atténuent les préoccupations relatives à l’insécurité financière dans les deux groupes. De même, Carr et Chung (2014) ont établi que le lien négatif entre l’insécurité d’emploi et la satisfaction à l’égard de la vie a tendance à s’étioler dans les pays dotés de solides politiques actives ou passives relatives au marché du travail. Ochsen et Welsch (2012) apportent aussi des preuves de l’atténuation manifeste des conséquences néfastes du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie que procurent des garanties d’emploi.

De plus, certaines études ont mis l’accent sur la nécessité de tenir compte d’un plus vaste ensemble de caractéristiques à l’échelle nationale, qui vont au-delà des facteurs institutionnels susmentionnés, pour comprendre le lien existant entre le chômage et la satisfaction à l’égard de la vie. Eichhorn (2013), par exemple, a indiqué qu’une plus grande inégalité des revenus a tendance à atténuer une partie de l’effet négatif du chômage; cependant, lorsque la population active compte une plus grande proportion de femmes, la satisfaction à l’égard de la vie chez les chômeurs semble diminuer davantage. Il a allégué que ces facteurs contextuels à l’échelle nationale modifieraient la composition du groupe de référence auquel les personnes se comparent. Le chômage constitue une déviation moins marquée par rapport à la norme dans les pays ayant une plus grande inégalité des revenus et une déviation plus prononcée dans les pays où plus de femmes font partie de la population active.

L’étude actuelle ne mentionne pas la totalité des facteurs modérateurs du chômage susmentionnés. À l’aide d’ensembles de données issus de quatre pays, elle est axée sur l’effet du chômage contextuel sur le lien entre le chômage et le satisfaction à l’égard de la vie. Dans l’étude, on examine aussi les tendances des quatre pays afin de voir si elles diffèrent nettement les unes des autres. Les facteurs institutionnels à l’échelle nationale constituent une explication possible pour les autres différences transnationales relatives au bien-être par rapport au chômage.

3 Données et statistiques descriptives

L’analyse comparative puise ses données de quatre sources : l’Enquête sur la santé dans les collectivités canadiennes de 2009 à 2014, le German-Socio-Economic Panel (GSOEP) de 1995 à 2011, le British Household Panel Survey (BHPS) de 1996 à 2008, et le Behavioral Risk Factor Surveillance System des États-Unis de 2005 à 2010. L’échantillon se limite à la population d’âge actif (de 16 à 64 ans).

La principale variable dépendante était le bien-être subjectif. Dans les ensembles de données canadiens et allemands, la variable découle d’une question générale sur la satisfaction à l’égard de la vie, dont la réponse se situait sur une échelle de 0 à 10 où 0 correspondait à « pas du tout satisfait » et 10, à « très satisfait » de sa vie. Les données britanniques portaient sur une échelle écourtée (de 1 à 7), tandis que les États-Unis utilisaient une échelle de 1 à 4 marquée d’énoncés relatifs (1 = très insatisfait, 2 = insatisfait, 3 = satisfait, 4 = très satisfait)Note  . Le tableau 1 résume les données brutes sur la satisfaction à l’égard de la vie pour les quatre pays.

En règle générale, les personnes d’âge actif se disaient plutôt satisfaites de leur vie. Dans tous les cas, les cotes affichent une asymétrie vers la moitié supérieure (c.‑à‑d. 6 à 10 sur l’échelle à 10 points, 5 à 7 sur l’échelle à 7 points et 3 à 4 sur l’échelle à 4 points). Il existe toutefois des écarts considérables entre les pays. Au Canada, plus de 70 % de la population échantillonnée a déclaré une grande satisfaction à l’égard de la vie (c.-à-d. 8 à 10), comparativement à 44 % en Allemagne. La comparaison avec les chiffres pour le Royaume-Uni et les États-Unis se révèle difficile en raison des échelles utilisées.

Afin d’interpréter les résultats entre les pays, on a normalisé, dans la présente étude, les cotes de satisfaction à l’égard de la vie (ou catégories) selon une moyenne de 0 et un écart-type de 1 pour chaque ensemble de données, à l’aide des poids de sondage correspondants. Dans le tableau 1, la dernière colonne de chaque ensemble de données présente les cotes normalisées. Cela permet au moins d’interpréter les résultats des cotes de satisfaction à l’égard de la vie des quatre pays à partir du même paramètreNote  . Selon ce paramètre, une personne ayant la cote de satisfaction à l’égard de la vie la plus élevée présente des écarts-types (chiffres au‑dessus de la moyenne) d’environ 1,28 au Canada, de 1,46 au Royaume-Uni, de 1,71 en Allemagne et d’environ 1,00 aux États-Unis.

Le tableau 2 présente des cotes moyennes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie selon la situation d'activité sur le marché du travail et le sexe dans les quatre pays. En règle générale, il apparaît clairement que le chômeur est moins satisfait de sa vie que ses homologues ayant un emploi. Dans tous les cas, la différence quant à la satisfaction à l’égard de la vie entre les deux groupes est marquée. Les écarts entre la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et celle des travailleurs semblent remarquablement semblables au Canada, aux États-Unis et au Royaume-Uni (écarts-types d’environ 0,5) et différents en Allemagne (écarts-types d’environ 0,8). Le tableau 2 révèle également des différences entre les sexes. Les cotes de satisfaction à l’égard de la vie chez les femmes n’affichent pas de valeur aussi faible que chez les hommes, en cas de chômage ou d’inactivité. Cela s’expliquerait peut-être par la différence des rôles des femmes au sein de la famille. L’insatisfaction particulière des hommes inactifs pointerait vers la nature involontaire de l’inactivité pour ce groupe.

Tableau 1
Répartition des cotes de satisfaction à l’égard de la vie dans quatre échantillons
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Répartition des cotes de satisfaction à l’égard de la vie dans quatre échantillons. Les données sont présentées selon Satisfaction déclarée (titres de rangée) et Canada (ESCC, 2009 à 2014), Allemagne (GSOEP, 1995 à 2011), Royaume-Uni (BHPS, 1996 à 2008) et États-Unis (BRFSS, 2005 à 2010), calculées selon nombre, pourcentage et cote normalisée de SV unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Satisfaction déclarée Canada (ESCC, 2009 à 2014) Allemagne (GSOEP, 1995 à 2011) Royaume-Uni (BHPS, 1996 à 2008) États-Unis (BRFSS, 2005 à 2010)
nombre pourcentage cote normalisée de SV nombre pourcentage cote normalisée de SV nombre pourcentage cote normalisée de SV nombre pourcentage cote normalisée de SV
Cote
0 823 0,30 -5,14 981 0,49 -3,80 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
1 313 0,15 -4,49 1 020 0,47 -3,25 1 862 1,42 -3,31 20 373 1,12 -3,78
2 849 0,35 -3,85 3 166 1,47 -2,70 2 980 2,28 -2,51 80 722 4,69 -2,19
3 1 466 0,64 -3,21 6 756 2,93 -2,15 8 271 6,33 -1,72 785 213 49,96 -0,59
4 2 435 1,00 -2,57 9 334 3,98 -1,60 18 781 14,37 -0,92 713 261 44,23 1,00
5 10 506 4,81 -1,93 29 542 12,42 -1,04 40 543 31,03 -0,13 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
6 10 889 5,16 -1,29 29 086 11,47 -0,49 43 749 33,48 0,67 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
7 35 228 17,05 -0,64 58 878 22,63 0,06 14 484 11,08 1,46 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
8 72 824 33,66 0,00 77 591 29,31 0,61 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
9 41 226 18,92 0,64 28 939 10,81 1,16 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
10 41 982 17,96 1,28 9 945 4,03 1,71 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Tous 218 541 100,00 0,00 255 238 100,00 0,00 130 670 100,00 0,00 1 599 569 100,00 0,00
Tableau 2
Cotes moyennes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie, selon la situation d'activité sur le marché du travail et le sexe (pondérées)
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Cotes moyennes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie Canada (ESCC, 2009 à 2014), États-Unis (BRFSS, 2005 à 2010), Royaume-Uni (BHPS, 1996 à 2008), Allemagne (GSOEP, 1995 à 2011), Personne occupant un emploi, Personne en chômage et Personne inactive, calculées selon cote unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Canada (ESCC, 2009 à 2014) États-Unis (BRFSS, 2005 à 2010) Royaume-Uni (BHPS, 1996 à 2008) Allemagne (GSOEP, 1995 à 2011)
Personne occupant un emploi Personne en chômage Personne inactive Personne occupant un emploi Personne en chômage Personne inactive Personne occupant un emploi Personne en chômage Personne inactive Personne occupant un emploi Personne en chômage Personne inactive
cote
Sexe
Hommes 0,03 -0,47 -0,21 0,08 -0,50 -0,20 0,08 -0,42 -0,19 0,07 -0,82 -0,11
Femmes 0,06 -0,39 -0,03 0,09 -0,45 -0,05 0,06 -0,45 -0,09 0,08 -0,60 0,04
Tous 0,04 -0,43 -0,09 0,08 -0,48 -0,10 0,07 -0,43 -0,12 0,07 -0,72 -0,01

Le graphique 1 illustre la relation entre le chômage d’autrui et la satisfaction à l’égard de la vie d’une personne. Les taux de chômage régionaux (axe des X) tracent une courbe en fonction des cotes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie (axe des Y) des travailleurs et des chômeurs. Chaque point de donnée correspond à une région à une période donnéeNote  . Dans l’ensemble, pour l’Allemagne et les États-Unis, et dans une moindre mesure pour le Royaume-Uni, les données brutes portent à croire que des taux de chômage régionaux plus élevés font diminuer la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs et des chômeurs selon un ordre de grandeur relativement semblable. Ces résultats semblent corroborer l’effet de propagation négatif du chômage sur le travailleur, mais on n’observe que peu de normalisation sociale chez le chômeur, voire aucune. Ainsi, dans ces pays, les écarts entre la satisfaction à l’égard de la vie du travailleur et celle du chômeur demeurent les mêmes, quelle que soit la conjecture régionale en matière d’emploi.

Graphique 1 Chômage d’autrui et satisfaction à l’égard de la vie

Tableau de données du graphique 1
Tableau de données du graphique 1
Chômage d’autrui et satisfaction à l’égard de la vie
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Chômage d’autrui et satisfaction à l’égard de la vie Cotes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie, Personnes occupant un emploi, Personnes occupant un emploi (linéaire), Personnes en chômage et Personnes en chômage (linéaire), calculées selon cote unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Cotes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie
Personnes occupant un emploi Personnes occupant un emploi (linéaire) Personnes en chômage Personnes en chômage (linéaire)
cote
Partie A : Canada (ESCC, 2009 à 2014)
Taux de chômage (régions métropolitaines de recensement et régions économiques)
7,1 0,155 0,04 -0,433 -0,77
6,3 0,048 0,04 -0,422 -0,77
6,9 0,077 0,04 -0,201 -0,76
7,6 0,178 0,04 -0,801 -0,78
8,2 0,153 0,04 -0,171 -0,76
5,1 0,164 0,04 -0,484 -0,77
7,2 0,168 0,04 0,114 -0,74
8,4 0,149 0,04 -0,130 -0,75
8,5 0,047 0,04 -0,381 -0,76
6,3 0,042 0,04 -0,836 -0,78
6,5 0,023 0,04 -0,749 -0,78
8,8 0,040 0,04 -0,865 -0,79
8,4 0,057 0,04 -0,436 -0,77
8,7 -0,043 0,04 -0,473 -0,77
6,9 0,102 0,04 -0,375 -0,76
8,8 0,114 0,04 -0,434 -0,77
7,4 -0,030 0,04 -0,495 -0,77
8,2 -0,016 0,04 -0,597 -0,77
6,7 0,055 0,04 -0,636 -0,78
8,7 0,025 0,04 -0,549 -0,77
10,5 0,013 0,04 -0,956 -0,79
8,3 0,065 0,04 -0,528 -0,77
7,7 0,040 0,04 -0,275 -0,76
6,5 0,105 0,04 -0,713 -0,78
5,7 -0,018 0,04 -0,496 -0,77
4,2 0,096 0,04 -0,407 -0,77
5,0 0,101 0,04 -0,122 -0,75
5,7 0,001 0,04 -0,433 -0,77
5,6 -0,020 0,04 -0,496 -0,77
7,0 0,030 0,04 -1,018 -0,79
8,0 -0,041 0,04 -0,454 -0,77
6,9 -0,075 0,04 -0,528 -0,77
5,8 0,016 0,04 -0,291 -0,76
9,4 0,271 0,04 0,068 -0,75
18,9 0,252 0,04 -0,013 -0,75
16,3 0,151 0,04 0,122 -0,74
11,3 0,150 0,04 -0,223 -0,76
15,2 0,154 0,04 -0,205 -0,76
10,9 0,160 0,04 -0,371 -0,76
9,2 0,110 0,04 -0,568 -0,77
11,7 0,135 0,04 -0,440 -0,77
16,1 0,236 0,04 0,087 -0,74
7,3 0,080 0,04 -0,606 -0,77
10,0 0,204 0,04 -0,184 -0,76
14,8 0,180 0,04 0,182 -0,74
9,1 0,148 0,04 0,074 -0,74
5,4 0,272 0,04 -0,573 -0,77
5,4 0,166 0,04 -0,398 -0,77
7,3 0,149 0,04 -0,068 -0,75
7,0 0,158 0,04 -0,211 -0,76
7,9 0,125 0,04 -0,105 -0,75
7,7 0,145 0,04 -0,115 -0,75
7,8 0,221 0,04 -0,104 -0,75
9,1 0,277 0,04 -0,009 -0,75
8,3 0,207 0,04 -0,100 -0,75
6,5 0,061 0,04 -0,331 -0,76
7,7 0,166 0,04 -0,483 -0,77
8,0 0,051 0,04 -0,652 -0,78
7,2 0,132 0,04 -0,567 -0,77
7,6 0,093 0,04 -0,597 -0,77
8,3 0,150 0,04 -0,291 -0,76
9,6 0,172 0,04 -0,464 -0,77
5,9 0,123 0,04 -0,602 -0,77
7,9 0,195 0,04 0,040 -0,75
7,3 0,175 0,04 -0,542 -0,77
4,8 0,145 0,04 -0,453 -0,77
3,9 0,118 0,04 -0,100 -0,75
4,1 0,128 0,04 -0,343 -0,76
4,6 -0,048 0,04 -1,001 -0,79
6,0 0,113 0,04 -0,554 -0,77
3,9 0,126 0,04 -0,383 -0,77
4,0 0,117 0,04 -0,696 -0,78
4,7 0,161 0,04 -0,495 -0,77
4,5 0,091 0,04 -0,752 -0,78
6,2 0,126 0,04 -0,084 -0,75
5,0 0,086 0,04 -1,030 -0,79
4,2 0,094 0,04 -0,532 -0,77
5,1 0,052 0,04 -0,537 -0,77
5,4 0,044 0,04 -0,180 -0,76
4,8 0,043 0,04 -0,567 -0,77
6,6 0,073 0,04 -0,349 -0,76
7,0 0,101 0,04 -0,476 -0,77
7,6 0,101 0,04 -0,579 -0,77
7,7 0,061 0,04 -0,517 -0,77
7,8 0,050 0,04 -0,621 -0,78
9,1 0,139 0,04 -0,203 -0,76
5,5 0,086 0,04 -1,387 -0,81
6,0 0,131 0,04 -0,385 -0,77
7,5 0,073 0,04 -0,401 -0,77
14,8 0,096 0,04 -0,072 -0,75
Partie B : États-Unis (BRFSS, 2005 à 2010)
Taux de chômage (États × deux périodes)
Avant la crise (2005 à 2008)
4,49 0,101 0,18 -0,517 -0,39
6,65 0,125 0,19 -0,270 -0,38
4,69 0,157 0,19 -0,544 -0,39
5,30 0,122 0,19 -0,525 -0,39
5,67 -0,005 0,17 -0,523 -0,39
4,41 0,143 0,19 -0,506 -0,39
4,90 0,108 0,18 -0,474 -0,38
4,06 0,128 0,19 -0,460 -0,38
5,99 0,103 0,18 -0,520 -0,39
4,24 0,112 0,19 -0,425 -0,38
5,21 0,121 0,19 -0,477 -0,38
3,13 0,067 0,18 -0,371 -0,38
4,02 0,087 0,18 -0,371 -0,38
5,44 0,062 0,18 -0,524 -0,39
5,32 0,022 0,17 -0,642 -0,39
3,95 0,091 0,18 -0,596 -0,39
4,51 0,088 0,18 -0,389 -0,38
5,86 0,078 0,18 -0,530 -0,39
4,94 0,170 0,20 -0,276 -0,38
4,89 0,138 0,19 -0,490 -0,38
3,97 0,100 0,18 -0,469 -0,38
4,97 0,098 0,18 -0,557 -0,39
7,23 0,020 0,17 -0,642 -0,39
4,51 0,140 0,19 -0,506 -0,39
6,49 0,085 0,18 -0,493 -0,38
5,34 0,055 0,18 -0,633 -0,39
4,17 0,124 0,19 -0,537 -0,39
3,40 0,075 0,18 -0,509 -0,39
4,82 0,016 0,17 -0,503 -0,39
3,63 0,146 0,19 -0,626 -0,39
4,71 0,069 0,18 -0,443 -0,38
4,44 0,092 0,18 -0,437 -0,38
4,89 -0,016 0,16 -0,476 -0,38
5,21 0,082 0,18 -0,454 -0,38
3,28 0,105 0,18 -0,360 -0,38
5,84 0,038 0,17 -0,606 -0,39
4,15 0,088 0,18 -0,519 -0,39
5,77 0,085 0,18 -0,538 -0,39
4,80 0,043 0,17 -0,601 -0,39
5,78 0,059 0,18 -0,507 -0,39
6,36 0,112 0,19 -0,453 -0,38
3,31 0,113 0,19 -0,396 -0,38
5,49 0,138 0,19 -0,546 -0,39
4,83 0,110 0,19 -0,327 -0,38
3,30 0,131 0,19 -0,446 -0,38
4,01 0,129 0,19 -0,491 -0,38
3,43 0,154 0,19 -0,539 -0,39
5,14 0,097 0,18 -0,486 -0,38
4,87 0,082 0,18 -0,532 -0,39
4,79 0,070 0,18 -0,443 -0,38
3,23 0,145 0,19 -0,310 -0,38
Pendant la crise (2009 à 2010)
10,81 0,127 0,21 -0,407 -0,33
8,04 0,193 0,21 -0,289 -0,32
10,24 0,116 0,21 -0,543 -0,33
8,22 0,163 0,21 -0,382 -0,33
11,75 0,048 0,21 -0,382 -0,33
8,06 0,145 0,21 -0,419 -0,33
8,62 0,118 0,21 -0,435 -0,33
8,55 0,172 0,21 -0,469 -0,33
9,30 0,105 0,21 -0,518 -0,33
10,72 0,108 0,21 -0,575 -0,33
10,22 0,173 0,21 -0,367 -0,33
7,17 0,057 0,21 -0,323 -0,33
8,75 0,147 0,21 -0,413 -0,33
10,09 0,073 0,21 -0,433 -0,33
10,30 0,066 0,21 -0,538 -0,33
6,22 0,157 0,21 -0,499 -0,33
7,08 0,150 0,21 -0,455 -0,33
10,44 0,086 0,21 -0,483 -0,33
7,46 0,190 0,21 -0,373 -0,33
8,23 0,134 0,21 -0,461 -0,33
7,41 0,116 0,21 -0,528 -0,33
8,47 0,149 0,21 -0,423 -0,33
12,79 0,001 0,21 -0,502 -0,33
7,57 0,138 0,21 -0,408 -0,33
10,06 0,131 0,21 -0,408 -0,33
9,43 0,085 0,21 -0,594 -0,33
7,40 0,143 0,21 -0,354 -0,33
4,70 0,139 0,21 -0,542 -0,33
12,89 0,089 0,21 -0,605 -0,33
6,18 0,132 0,21 -0,443 -0,33
9,21 0,142 0,21 -0,311 -0,33
8,13 0,138 0,21 -0,295 -0,33
8,42 0,013 0,21 -0,478 -0,33
10,46 0,128 0,21 -0,333 -0,33
3,94 0,188 0,21 -0,186 -0,32
10,18 0,108 0,21 -0,630 -0,33
6,70 0,108 0,21 -0,538 -0,33
11,25 0,140 0,21 -0,339 -0,33
8,23 0,058 0,21 -0,453 -0,33
11,27 0,112 0,21 -0,540 -0,33
11,39 0,146 0,21 -0,404 -0,33
5,06 0,131 0,21 -0,230 -0,32
10,08 0,137 0,21 -0,437 -0,33
7,79 0,120 0,21 -0,488 -0,33
7,77 0,160 0,21 -0,372 -0,33
6,25 0,111 0,21 -0,497 -0,33
7,07 0,200 0,21 -0,502 -0,33
9,59 0,100 0,21 -0,497 -0,33
8,50 0,124 0,21 -0,413 -0,33
8,58 0,072 0,21 -0,577 -0,33
6,53 0,178 0,21 -0,482 -0,33
Partie C : Royaume-Uni (BHPS, 1996 à 2008)
Taux de chômage (12 régions × 4 périodes)
1996 à 1998
9,27 0,126 0,11 -0,221 -0,54
7,10 0,089 0,11 -0,482 -0,55
7,70 0,098 0,11 -0,476 -0,55
5,83 0,163 0,11 -0,229 -0,54
7,13 0,075 0,11 -0,432 -0,55
5,63 0,142 0,11 -0,145 -0,54
9,47 -0,003 0,11 -0,608 -0,55
4,97 0,023 0,11 -0,514 -0,55
5,47 0,177 0,11 -0,357 -0,55
7,77 0,027 0,11 -0,310 -0,55
8,00 0,010 0,11 -0,338 -0,55
1999 à 2002
8,60 0,038 0,11 -0,052 -0,54
5,63 0,027 0,11 -0,530 -0,55
5,97 0,035 0,11 -0,639 -0,55
4,80 0,089 0,11 -0,333 -0,55
6,20 -0,018 0,11 -0,380 -0,55
3,73 0,109 0,11 -0,561 -0,55
7,10 -0,023 0,11 -0,474 -0,55
3,63 0,009 0,11 -0,546 -0,55
4,13 0,080 0,11 -0,511 -0,55
6,37 0,092 0,11 -0,539 -0,55
7,20 0,049 0,11 -0,524 -0,55
6,50 0,167 0,11 -0,293 -0,55
2003 à 2005
5,97 0,077 0,11 -0,509 -0,55
4,53 0,085 0,11 -0,450 -0,55
4,73 0,050 0,11 -0,234 -0,54
4,07 0,061 0,11 -0,495 -0,55
5,20 0,027 0,11 -0,457 -0,55
3,83 0,128 0,11 -0,347 -0,55
6,70 -0,001 0,11 -0,217 -0,54
3,73 0,011 0,11 -0,377 -0,55
3,43 0,049 0,11 -0,436 -0,55
4,47 0,106 0,11 -0,468 -0,55
5,50 0,062 0,11 -0,504 -0,55
4,87 0,157 0,11 -0,224 -0,54
2006 à 2008
6,67 0,067 0,11 -0,372 -0,55
5,83 0,099 0,11 -0,588 -0,55
5,73 0,065 0,11 -0,341 -0,55
5,37 0,100 0,11 -0,640 -0,55
6,20 0,039 0,11 -0,554 -0,55
4,67 0,092 0,11 -0,082 -0,54
7,27 0,078 0,11 -0,148 -0,54
4,37 -0,003 0,11 -0,534 -0,55
3,83 0,108 0,11 -0,720 -0,56
5,43 0,087 0,11 -0,399 -0,55
4,87 0,092 0,11 -0,536 -0,55
4,17 0,146 0,11 -0,298 -0,55
Partie D : Allemagne (GSOEP, 1995 à 2011)
Taux de chômage (13 régions × 5 périodes)
1995 à 1998
10,41 0,263 0,28 -0,417 -0,55
13,42 0,122 0,28 -0,713 -0,54
11,46 0,128 0,28 -0,528 -0,54
9,43 0,161 0,28 -1,094 -0,54
10,98 0,179 0,28 -0,915 -0,54
7,97 0,039 0,28 -0,529 -0,54
7,93 0,138 0,28 -0,561 -0,54
16,03 -0,264 0,29 -0,906 -0,54
16,45 -0,218 0,29 -0,846 -0,54
18,85 -0,031 0,29 -0,924 -0,54
17,17 -0,147 0,29 -0,815 -0,54
19,75 -0,202 0,29 -0,581 -0,54
16,51 -0,258 0,29 -0,667 -0,54
1999 à 2002
7,04 0,310 0,28 -0,479 -0,55
8,27 0,175 0,28 -0,353 -0,55
6,78 0,204 0,28 -0,419 -0,55
6,11 0,222 0,28 -0,649 -0,54
6,33 0,211 0,28 -0,433 -0,55
4,42 0,142 0,28 -0,644 -0,54
4,35 0,216 0,28 -0,409 -0,55
15,09 -0,050 0,29 -0,692 -0,54
16,49 -0,152 0,29 -0,833 -0,54
18,03 0,016 0,28 -0,761 -0,54
16,72 -0,070 0,29 -0,680 -0,54
20,04 -0,081 0,29 -0,730 -0,54
14,26 -0,170 0,29 -0,755 -0,54
2003 à 2006
9,42 0,140 0,28 -0,592 -0,54
11,32 0,075 0,28 -0,790 -0,54
9,66 0,062 0,28 -0,633 -0,54
7,92 0,022 0,28 -0,956 -0,54
8,44 0,098 0,28 -0,720 -0,54
6,44 0,033 0,28 -0,607 -0,54
6,62 0,098 0,28 -0,852 -0,54
18,80 -0,090 0,29 -0,839 -0,54
18,09 -0,314 0,29 -1,158 -0,53
20,74 -0,232 0,29 -1,036 -0,54
18,15 -0,153 0,29 -0,880 -0,54
20,13 -0,180 0,29 -1,003 -0,54
16,38 -0,249 0,29 -0,839 -0,54
2007 à 2009
7,37 0,157 0,28 -0,797 -0,54
8,41 0,110 0,28 -0,736 -0,54
7,86 0,059 0,28 -0,604 -0,54
6,75 0,040 0,28 -1,049 -0,54
6,73 0,123 0,28 -0,677 -0,54
4,78 0,057 0,28 -0,406 -0,55
4,91 0,092 0,28 -0,892 -0,54
15,10 -0,014 0,28 -0,834 -0,54
12,22 -0,203 0,29 -0,883 -0,54
15,36 0,032 0,28 -0,775 -0,54
13,31 -0,025 0,29 -1,019 -0,54
14,64 -0,106 0,29 -0,700 -0,54
11,72 -0,181 0,29 -1,039 -0,54
2010 à 2011
6,34 0,270 0,28 -0,294 -0,55
6,77 0,149 0,28 -0,412 -0,55
6,93 0,107 0,28 -0,627 -0,54
5,30 0,171 0,28 -1,259 -0,53
5,85 0,093 0,28 -0,535 -0,54
4,21 0,114 0,28 -0,806 -0,54
3,85 0,153 0,28 -0,679 -0,54
12,54 0,061 0,28 -1,018 -0,54
9,38 -0,131 0,29 -0,592 -0,54
11,29 0,129 0,28 -0,924 -0,54
10,34 0,017 0,28 -0,964 -0,54
10,94 0,022 0,28 -0,797 -0,54
8,12 -0,051 0,29 -0,546 -0,54

Le Canada occupe une place à part en tant que cas spécial dans lequel le chômage d’autrui a tendance à faire augmenter la satisfaction à l’égard de la vie, surtout chez les chômeurs. Cela laisse entendre que l’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie du travailleur et celle du chômeur se rétrécit dans les régions à forts taux de chômage. En réalité, les cotes moyennes de satisfaction à l’égard de la vie sont remarquablement semblables chez les travailleurs et les chômeurs dans les régions affichant des taux de chômage de 16 % ou plus. Bien que cette tendance concorde avec un effet de normalisation sociale, la part importante des industries saisonnières dans les régions à taux de chômage élevés, au Canada, ferait également partie de l’explication. Dans ces régions, de grandes attentes en matière de rappel et de généreux taux de remplacement de prestations feraient grandement diminuer les incertitudes ou les inconvénients associés au chômage.

4 Résultats empiriques

4.1 Référence : les catalyseurs de la satisfaction à l’égard de la vie

Le tableau 3 présente les résultats tirés des régressions des moindres carrés ordinaires. L’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs et celle des chômeurs est marqué, conformément aux statistiques brutes, tandis que toutes les autres variables, y compris le revenu du ménage, demeurent constantesNote  . En moyenne, le chômeur éprouve une moins grande satisfaction à l’égard de la vie que le travailleur, selon des écarts-types d’une valeur d’environ 0,3 au Canada et aux États-Unis, de 0,32 au Royaume-Uni, et de 0,47 en Allemagne. À première vue, les répercussions du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie semblent remarquablement semblables au Canada, aux États-Unis et au Royaume-Uni, et nettement plus imposantes en Allemagne. La satisfaction à l’égard de la vie des personnes inactives, en revanche, est globalement la même que celle des travailleurs. Toutefois, un léger effet négatif a été constaté dans les données du Royaume-Uni et de l’Allemagne.

Fait intéressant, le chômage régional avait des effets différents sur la satisfaction à l’égard de la vie d’un pays à l’autre. Aux États-Unis et en Allemagne, le chômage régional a de fortes répercussions négatives sur la satisfaction à l’égard de la vie. Pour chaque point de pourcentage d’augmentation du chômage régionale, les cotes de satisfaction à l’égard de la vie diminuent selon des écarts-types de 0,009 aux États-Unis et de 0,017 en Allemagne. Aucun effet significatif n’a été observé au Royaume-Uni. Ces résultats propres à chaque pays concordent en grande partie avec ceux d’études antérieures (p. ex. Helliwell et Huang, 2014; Clark, 2003). Les données canadiennes, en revanche, font apparaître un schéma différent : chaque point de pourcentage d’augmentation d’un chômage régional élevé accroît la satisfaction à l’égard de la vie d’une personne selon des écarts-types de près de 0,01. Ces résultats sous-entendent que le chômage aurait un effet indirect (positif ou négatif) sur l’ensemble de la population, y compris les chômeurs.

En règle générale, les répercussions estimées d’autres covariables sur la satisfaction à l’égard de la vie sont prévues et conformes à la littérature. Dans tous les cas, les femmes affichent une satisfaction à l’égard de la vie plus grande que les hommes. Ceux qui déclarent un état de santé « passable » ou « mauvais » ont une satisfaction à l’égard de la vie nettement inférieure à ceux qui déclarent un état de santé « très bon » ou « bon ». La satisfaction à l’égard de la vie a tendance à diminuer avec l’âge, mais le lien n’est pas linéaire. La satisfaction à l’égard de la vie atteint un creux au milieu de la vie, pour ensuite remonter. Les personnes célibataires, divorcées ou séparées déclarent un taux de satisfaction à l’égard de la vie plus faible que les personnes mariées. Les résultats relatifs à la satisfaction à l’égard de la vie des immigrants sont habituellement inférieurs et contradictoires d’un pays à l’autre. Sur la question de l’ethnicité, des minorités visibles originaires de l’Asie du Sud ou de l’Est ont tendance à déclarer un taux de satisfaction à l’égard de la vie plus faible au Canada, aux États-Unis et au Royaume-Uni que leurs homologues blancs en tout autre point égaux. Fait intéressant, le taux de satisfaction à l’égard de la vie des Latino-américains aux États-Unis serait nettement plus élevé et celui des Noirs du Royaume-Uni, plus faible.

Tableau 3-1
Comparaison transnationale de la situation d'activité sur le marché du travail et de la satisfaction à l’égard de la vie, particularités initiales — Partie 1
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Comparaison transnationale de la situation d'activité sur le marché du travail et de la satisfaction à l’égard de la vie. Les données sont présentées selon Variable (titres de rangée) et Canada, États-Unis, Royaume-Uni et Allemagne(figurant comme en-tête de colonne).
Variable Canada États-Unis Royaume-Uni Allemagne
Situation d'activité sur le marché du travail (référence : personne occupant un emploi)
Personne en chômage
Coefficient -0,297 -0,303 -0,317 -0,474
Erreur-type 0,022 0,008 0,014 0,013
Personne inactive
Coefficient -0,011 -0,011 -0,065 -0,035
Erreur-type 0,012 0,004 0,007 0,007
Taux de chômage régional
Coefficient 0,944 -0,876 -0,062 -1,715
Erreur-type 0,144 0,113 0,221 0,063
Femmes
Coefficient 0,066 0,039 0,051 0,094
Erreur-type 0,008 0,003 0,005 0,005
Âge
Coefficient -0,044 -0,037 -0,060 -0,047
Erreur-type 0,002 0,001 0,001 0,002
Âge au carré, 100
Coefficient 0,050 0,046 0,073 0,059
Erreur type 0,003 0,002 0,002 0,002
Taille du ménage
Coefficient -0,001 0,006 -0,026 -0,037
Erreur-type 0,003 0,001 0,002 0,003
État de santé (référence : bon)
Très bon
Coefficient 0,456 0,330 0,284 0,345
Erreur-type 0,008 0,004 0,006 0,008
Passable
Coefficient -0,762 -0,378 -0,405 -0,443
Erreur-type 0,020 0,006 0,007 0,006
Mauvais
Coefficient -1,580 -0,834 -0,925 -1,048
Erreur-type 0,055 0,012 0,010 0,010
Migration (référence : né dans le pays)
Immigrant
Coefficient -0,091 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,138 0,024
Erreur-type 0,013 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,041 0,016
Travailleur étranger
Coefficient Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer -0,033
Erreur-type Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,010
Race (référence : blanche)
Noire
Coefficient -0,049 -0,002 -0,185 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Erreur-type 0,035 0,006 0,081 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Latino-américain
Coefficient Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,076 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Erreur-type Note ...: n'ayant pas lieu de figurer 0,006 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Tableau 3-2
Comparaison transnationale de la situation d'activité sur le marché du travail et de la satisfaction à l’égard de la vie, particularités initiales — Partie 2
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Comparaison transnationale de la situation d'activité sur le marché du travail et de la satisfaction à l’égard de la vie. Les données sont présentées selon Variable (titres de rangée) et Canada, États-Unis, Royaume-Uni et Allemagne(figurant comme en-tête de colonne).
Variable Canada États-Unis Royaume-Uni Allemagne
Race (référence : blanche) (suite)
Sud-Asiatique et Asiatique de l’Est
Coefficient -0,115 -0,106 -0,264 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Erreur-type 0,019 0,011 0,049 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Autre
Coefficient -0,043 -0,053 -0,005 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Erreur-type 0,020 0,008 0,078 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Autochtone
Coefficient 0,036 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
Erreur-type 0,018 Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer Note ...: n'ayant pas lieu de figurer
État matrimonial (référence : marié)
Célibataire
Coefficient -0,285 -0,295 -0,218 -0,161
Erreur-type 0,010 0,006 0,008 0,008
Divorcé ou séparé
Coefficient -0,331 -0,314 -0,293 -0,194
Erreur-type 0,014 0,005 0,009 0,009
Niveau de scolarité (référence : université)
Sans diplôme d’études secondaires
Coefficient 0,015 -0,081 0,118 -0,097
Erreur-type 0,016 0,008 0,012 0,011
Études secondaires terminées
Coefficient -0,010 -0,078 0,073 -0,063
Erreur-type 0,012 0,004 0,009 0,009
Études postsecondaires partielles
Coefficient 0,027 -0,079 0,042 -0,043
Erreur-type 0,010 0,004 0,008 0,011
Revenu du ménage (référence : troisième quintile)
Catégorie/quintile inférieur
Coefficient -0,180 -0,164 -0,146 -0,248
Erreur-type 0,014 0,007 0,009 0,010
Deuxième catégorie/quintile
Coefficient -0,050 -0,071 -0,046 -0,087
Erreur-type 0,012 0,006 0,008 0,008
Quatrième catégorie/quintile
Coefficient 0,045 0,087 0,022 0,061
Erreur-type 0,011 0,005 0,008 0,007
Catégorie/quintile supérieur
Coefficient 0,102 0,198 0,060 0,139
Erreur-type 0,012 0,005 0,009 0,008
Catégorie manquante comprise Oui Oui Oui Oui
Effets fixes de l’année compris Oui Oui Oui Oui
Années couvertes 2009 à 2014 2005 à 2010 1996 à 2008 1995 à 2011
Nombre d’observations 217 976 1 589 087 126 770 254 823
Valeur « R » au carré 0,186 0,154 0,160 0,247

La corrélation entre le niveau de scolarité et la satisfaction à l’égard de la vie est faible ou non concluante, sans doute en raison de la forte corrélation entre le niveau de scolarité et d’autres variables contrôlées ayant d’importantes répercussions sur la satisfaction à l’égard de la vieNote  . Ce constat concorde avec la littérature. Helliwell et Putnam (2004), par exemple, ont montré que les répercussions du niveau de scolarité sur la satisfaction à l’égard de la vie passaient par l’état de santé.

En ce qui concerne l’effet du revenu, la littérature précédente laisse entendre que le revenu absolu constitue un piètre estimateur du bien-être à l’échelle du pays (Easterlin, 1974) et, dans certains cas, au niveau individuel également (Clark et Oswald, 1994; Clark, 2003; Mavridis, 2012). Clark (2003), par exemple, n’a pas pu déceler d’effet positif du revenu dans les données des premières années du BHPS. Il a défendu l’existence d’une corrélation possible entre un revenu plus élevé et d’autres facteurs qui feraient diminuer le bien-être, comme les heures de travail. Les résultats de l’étude révèlent par contre une corrélation positive et significative entre le revenu du ménage et la satisfaction à l’égard de la vie dans les quatre pays analysés. Ce constat indiquerait qu’un bien-être matériel procure un plus grand bien-être subjectifNote  . Une corrélation positive avec le revenu se dessine également chez Helliwell (2005) pour le Canada, chez Helliwell et Huang (2011, 2014) pour les États-Unis et chez Clark, Knabe et Rätzel (2010) pour l’Allemagne.

Des mesures du bien-être subjectif constituent en outre une solution simple pour comparer les répercussions relatives du chômage sur différents événements démographiques. Cette comparaison découle de la division du coefficient estimé de chômage par le coefficient de l’événement démographique ou du statut pertinent (Clark et Oswald, 2002). Les comparaisons réalisées à partir des coefficients du tableau 3 montrent qu’au Canada, aux États-Unis et au Royaume-Uni, le chômage a relativement les mêmes répercussions sur la satisfaction à l’égard de la vie que le divorce ou la séparation. En Allemagne, le chômage a des répercussions deux fois plus importantes que le divorce ou la séparation, tandis que tout le reste demeure constant. Le chômage entraîne une baisse de la satisfaction à l’égard de la vie qui équivaut aux États-Unis, au Royaume-Uni et en Allemagne à l’effet d’une chute de la cote de l’état de santé qui passerait de bonne à passable, mais ce rapprochement est moins marqué au Canada.

Dans tous les cas, la quantité d’argent ou l’augmentation d’échelon nécessaire pour rémunérer les chômeurs afin qu’ils conservent le même taux de satisfaction à l’égard de la vie s’avère gigantesque. Au Canada, par exemple, le lien entre le chômage et la satisfaction à l’égard de la vie équivaut à la différence entre la satisfaction à l’égard de la vie des personnes qui occupent le quintile supérieur du revenu du ménage et celles du quintile inférieur. Compte tenu de la valeur moyenne du revenu du ménage d’environ 25 000 $ dans le quintile inférieur et de 190 000 $ dans le quintile supérieur de l’échantillon, il faudrait verser une rémunération de 165 000 $ chaque année pour compenser un passage de l’emploi au chômage. Puisque le revenu moyen annuel d’une personne, dans tout l’échantillon, atteint à peine 51 000 $, ces résultats portent à croire que les répercussions du chômage sur le bien-être ne découlent pas principalement de la perte de revenus.

Les mêmes résultats ressortent des échantillons américains et allemands. Chez les Américains, les répercussions relatives du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie sont à peine moins importantes que celle d’une diminution du revenu qui passerait de la catégorie supérieure à la catégorie inférieure. Chez les Allemands, les répercussions relatives sont un peu plus élevées. Les ratios correspondants sont de 0,84 pour les données américaines et de 1,22 pour les données allemandes. Le coût du chômage semble nettement plus élevé au Royaume-Uni. Une augmentation encore plus importante du revenu du ménage (environ 1,54 fois plus que le revenu nécessaire pour passer du quintile inférieur au quintile supérieur) serait nécessaire pour que le chômeur conserve le même taux de satisfaction à l’égard de la vie. Ces résultats sur le revenu compensatoire, en général, concordent avec ceux de la littérature internationale (Winkelmann et Winkelmann, 1998; Powdthavee, 2007; Helliwell et Huang, 2014)Note  .

En outre, le chômage régional a des effets indirects ou des effets de propagation sur le bien-être de toute la population d’âge actif, comme l’indique le coefficient du taux de chômage régional du tableau 3. Cela laisse entendre qu’une perte d’emploi porte atteinte à certaines populations plus ou moins qu’à d’autres. Les répercussions dépendraient du taux de chômage régional. Dans la section suivante du présent article, on examine les effets de propagation et de normalisation sociale.

4.2 Satisfaction à l’égard de la vie et chômage d’autrui : effets de propagation et de normalisation sociale du chômage

En plus des différences interpersonnelles quant à la satisfaction à l’égard de la vie, de plus en plus de données étayent le fait que le chômage contextuel (c.-à-d. qui touche autrui) influerait sur la satisfaction à l’égard de la vie de toutes les personnes au moyen de deux processus opposés (Clark, Knabe et Rätzel, 2010; Helliwell et Huang, 2014). Le chômage d’autrui a tendance à avoir un effet de propagation négatif sur les personnes occupant encore un emploi en diminuant leur satisfaction à l’égard de la vie. Cela s’expliquerait par le fait que le chômage d’autrui cause des inquiétudes aux travailleurs quant à leur sécurité d’emploi. D’autre part, un chômage contextuel plus élevé entraînerait une diminution de la souffrance ressentie par le chômeur, en raison d’un effet de normalisation sociale. L’examen de ces effets comporte l’ajout, dans les régressions, de paramètres d’interaction entre la situation d’activité des personnes sur le marché du travail et le taux de chômage régional. Les résultats sont présentés dans le tableau 4.

Comme on l’a mentionné, le coefficient estimé du chômage régional devrait être négatif si le chômage d’autrui exerce un effet de propagation néfaste sur le travailleur (c.-à-d. le groupe de référence). Un coefficient positif de l’interaction entre le chômage personnel et le chômage régional devrait également apparaître si les chômeurs ressentent moins d’effets néfastes que les travailleurs en raison du chômage régional (c.-à-d. un effet de normalisation sociale). Les résultats obtenus dans les quatre pays sont mitigés.

En ce qui a trait à l’effet de propagation, le tableau 4 montre qu’un chômage régional élevé entraîne une réduction marquée de la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs en Allemagne et aux États-Unis. Un point de pourcentage d’augmentation du taux de chômage régional correspond à un déclin marqué de la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs, à savoir des écarts-types de près de 0,017 en Allemagne, et dans une moindre mesure, des écarts-types de 0,009 aux États-UnisNote  . En règle générale, les résultats concordent avec ceux d’autres études réalisées aux États-Unis (Helliwell et Huang, 2014) et en Allemagne (Clark, Knabe et Rätzel, 2010). Aucun effet de propagation au Royaume-Uni n’est observé, alors qu’apparaît un important effet de propagation positif au Canada. Cela indique que les travailleurs canadiens sont plus satisfaits dans les régions à taux de chômage élevés.

De même, l’effet de normalisation sociale se retrouve seulement dans quelques-uns des pays. Au Canada et aux États-Unis, le chômage contextuel a des répercussions moins négatives sur les chômeurs que sur les travailleurs. Le coefficient de ce paramètre d’interaction indiquerait que l’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie du travailleur et celle du chômeur se rétrécit dans les régions à fort taux de chômage. L’effet de normalisation sociale se révèle particulièrement prononcé au Canada, où le chômage entraîne nettement moins de répercussions négatives dans les régions où son taux est élevé. Un point de pourcentage d’augmentation du taux de chômage régional réduit l’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie du travailleur et celle du chômeur d’un écart-type d’environ 0,024Note  . La réduction est plus faible aux États-Unis, où un point de pourcentage d’augmentation du taux de chômage régional correspond à des écarts-types de 0,007. Ces résultats sont significatifs sur le plan statistique à 1 %. Un effet de normalisation sociale du même ordre est observé dans les données du Royaume-Uni, mais il est non significatif sur le plan statistique, cette fois, à 10 %. En revanche, le chômage contextuel semble porter davantage atteinte aux chômeurs qu’aux travailleurs, en Allemagne. Cela élargit l’écart relatif au bien-être dans les régions à fort taux de chômage.

Les résultats contre-intuitifs du Canada relativement aux effets de propagation et de normalisation sociale soulèvent des préoccupations quant à la possibilité que les échantillons de la région de l’Atlantique influent trop lourdement sur les estimations. Dans cette région, les taux de chômage sont nettement plus élevés (en moyenne, dans les deux chiffres) que dans le reste du Canada. Pour jauger le degré d’incidence des provinces de l’Atlantique, une analyse distincte pour le Canada a été effectuée en excluant ces provincesNote  . L’effet de propagation (c.-à-d. le coefficient du taux de chômage régional) a perdu son importance (0,016). L’effet de normalisation sociale (c.-à-d. que le coefficient de chômeurs a interagi avec le taux de chômage régional) est demeuré imposant et significatif (2,220). Cela indique que le résultat relatif à une association positive entre le taux de chômage régional et la satisfaction à l’égard de la vie chez les travailleurs est un phénomène propre au Canada atlantique, non au pays en entier. Il n’en demeure pas moins qu’un taux de chômage régional élevé exerce un puissant effet modérateur sur les chômeurs canadiens, même en faisant abstraction des provinces de l’Atlantique.

Tableau 4
Satisfaction à l’égard de la vie et chômage régional (effets de propagation et de normalisation sociale)
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Satisfaction à l’égard de la vie et chômage régional (effets de propagation et de normalisation sociale). Les données sont présentées selon Variable (titres de rangée) et Canada, États-Unis, Royaume-Uni et Allemagne (figurant comme en-tête de colonne).
Variable Canada États-Unis Royaume-Uni Allemagne
Situation d'activité sur le marché du travail (référence : personne occupant un emploi)
Personne en chômage
Coefficient -0,483 -0,354 -0,391 -0,411
Erreur-type 0,056 0,022 0,052 0,031
Personne inactive
Coefficient -0,037 -0,001 -0,063 -0,036
Erreur type 0,031 0,010 0,024 0,014
Taux de chômage régional
Coefficient 0,749 -0,900 -0,103 -1,667
Erreur-type 0,168 0,119 0,249 0,070
Personne en chômage x taux de chômage régional
Coefficient 2,368 0,703 1,238 -0,566
Erreur-type 0,643 0,277 0,871 0,234
Personne inactive x taux de chômage régional
Coefficient 0,340 -0,165 -0,046 0,019
Erreur-type 0,361 0,146 0,411 0,131
Autres contrôles du tableau 3 compris Oui Oui Oui Oui
Effets fixes de l’année compris Oui Oui Oui Oui
Années couvertes 2009 à 2014 2005 à 2010 1996 à 2008 1995 à 2011
Nombre d’observations 217 976 1 589 087 126 770 254 823
Valeur « R » au carré 0,186 0,154 0,158 0,247

À l’aide des coefficients estimés tirés du tableau 4, le graphique 2 illustre le mode d’évolution de l’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie du chômeur et celle du travailleur selon le taux de chômage régional. Quatre tendances intéressantes se dégagent. D’abord, pour le Canada, les États-Unis et le Royaume-Uni, les écarts estimés de la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs et celle des chômeurs semblent identiques en présence d’un taux de chômage régional aux alentours de 8 %, toutes choses étant égales par ailleurs. Ensuite, le chômage d’autrui présente une corrélation positive avec la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs dans tous les pays, sauf l’Allemagne. Par contre, seul le Canada affiche un effet suffisamment marqué pour combler l’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et celle des travailleurs. Au Canada, l’emploi et le chômage ont des effets semblables sur la satisfaction à l’égard de la vie en présence d’un taux de chômage régional de l’ordre de 20 %Note  . En troisième lieu, l’Allemagne est le seul pays où le chômage d’autrui provoque un puissant effet négatif sur le bien-être des chômeurs. Enfin, la variation régionale des interactions entre la satisfaction à l’égard de la vie et le chômage expliquerait en partie les différences transnationales observées en ce qui a trait à l’écart entre le bien-être des chômeurs et celui des travailleurs. L’écart relativement petit entre la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et celle des travailleurs, au Canada, en particulier, s’explique en partie par les effets plus marqués de l’interaction régionale. L’explication vaut aussi pour l’écart relativement important observé en Allemagne.

Graphique 2 Écart estimé entre la satisfaction à l’égard de la vie de l’employé et celle du chômeur, selon le taux de chômage régional

Tableau de données du graphique 2
Tableau de données du graphique 2
Écart estimé entre la satisfaction à l’égard de la vie de l’employé et celle du chômeur, selon le taux de chômage régional
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Écart estimé entre la satisfaction à l’égard de la vie de l’employé et celle du chômeur. Les données sont présentées selon Taux de chômage régional (titres de rangée) et Canada, États-Unis, Royaume-Uni et Allemagne, calculées selon écart relatif à la cote normalisée de satisfaction à l’égard de la vie unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Taux de chômage régional Canada États-Unis Royaume-Uni Allemagne
écart relatif à la cote normalisée de satisfaction à l’égard de la vie
0 -0,483 -0,354 -0,391 -0,411
1 -0,460 -0,347 -0,379 -0,417
2 -0,436 -0,340 -0,366 -0,422
3 -0,412 -0,333 -0,354 -0,428
4 -0,389 -0,326 -0,341 -0,434
5 -0,365 -0,319 -0,329 -0,439
6 -0,341 -0,311 -0,317 -0,445
7 -0,318 -0,304 -0,304 -0,450
8 -0,294 -0,297 -0,292 -0,456
9 -0,270 -0,290 -0,280 -0,462
10 -0,247 -0,283 -0,267 -0,467
11 -0,223 -0,276 -0,255 -0,473
12 -0,199 -0,269 -0,242 -0,479
13 -0,176 -0,262 -0,230 -0,484
14 -0,152 -0,255 -0,218 -0,490
15 -0,128 -0,248 -0,205 -0,496
16 -0,105 -0,241 -0,193 -0,501
17 -0,081 -0,234 -0,181 -0,507
18 -0,057 -0,227 -0,168 -0,513
19 -0,034 -0,220 -0,156 -0,518
20 -0,010 -0,213 -0,143 -0,524

4.3 Comparaison entre les chômeurs et les travailleurs « en tous autres points égaux » des différents pays

Des différences nationales quant aux caractéristiques moyennes démographiques, régionales ou institutionnelles peuvent moduler la variation transnationale des écarts entre le bien-être des chômeurs et celui des travailleurs observée ci-dessus. À titre d’exemple, les pays ayant une part plus élevée de chômeurs qui se déclarent en bonne santé peuvent afficher un écart moins important entre la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs et celle des chômeurs, en raison du lien positif entre la santé et le bien‑être subjectif. Comme on l’a vu précédemment, des tendances transnationales plus diversifiées peuvent apparaître en cas de variation importante des taux de chômage entre les diverses régions.

Un examen des cotes prévues de la satisfaction à l’égard de la vie chez les personnes dotées de caractéristiques similaires dans les quatre pays accroît la comparabilité entre les pays. La difficulté, dans le cas présent, réside dans le fait que l’analyse actuelle reposait sur des cotes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie, alors que les cotes prévues pour les chômeurs et les travailleurs captent l’écart par rapport à la moyenne nationale, qui peut différer d’un pays à l’autre en fonction de la composition de la population. La satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs, par exemple, pourrait ne pas s’éloigner de la moyenne dans les pays où le taux de chômage est faible, et inversement dans les pays à taux de chômage élevés. Par conséquent, le recours à un groupe de référence en tant que dénominateur commun permettra de comparer les données issues des quatre pays. À cette fin, dans la présente analyse, on a choisi de façon arbitraire un groupe composé de femmes de 40 ans, mariées, en bonne santé et inactives, qui constitue une référence commune.

Pour calculer les cotes prévues de la satisfaction à l’égard de la vie d’un groupe en tout autre point égal au groupe de référence (non à la moyenne nationale) dans les quatre pays, on a suivi les étapes suivantes. Les coefficients estimés du tableau 5 ont d’abord été utilisés pour prévoir la cote normalisée de satisfaction à l’égard de la vie du groupe de référence, de même que les cotes de satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et des travailleurs présentant un ensemble donné de caractéristiquesNote  . Les cotes de satisfaction à l’égard de la vie du groupe de référence ont ensuite été soustraites de celles prévues des travailleurs et des chômeurs présentant un intérêt. Ces résultats ajustés sont présentés dans le graphique 3.

Il en ressort quelques tendances intéressantes. D’abord, les cotes normalisées de satisfaction à l’égard de la vie qui étaient prévues pour les travailleurs ayant des caractéristiques données se révélaient semblables dans les quatre pays. Dans l’ensemble, les cotes prévues pour les travailleurs s’apparentaient à celles du groupe de référence (c.-à-d. les femmes de 40 ans mariées et inactives), seule une légère variation étant observée entre les pays. Ensuite, les résultats indiquent que le grand écart entre le bien-être des travailleurs et celui des chômeurs observé dans les données de l’Allemagne (tableau 3) est principalement attribuable à une piètre satisfaction à l’égard de la vie chez les chômeurs allemands. En fait, ces derniers se distinguent en ayant la cote prévue de satisfaction à l’égard de la vie la plus faible (des écarts-types d’environ 0,45 inférieurs à ceux du groupe de référence) des pays à l’étude.

Graphique 3 Différence prévue de la cote de satisfaction à l’égard de la vie (en écarts-types) pour les personnes occupant un emploi et celles en chômage ayant des caractéristiques données, comparativement au groupe témoin

Tableau de données du graphique 3
Tableau de données du graphique 3
Différence prévue de la cote de satisfaction à l’égard de la vie (en écarts-types) pour les personnes occupant un emploi et celles en chômage ayant des caractéristiques données, comparativement au groupe témoin
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Différence prévue de la cote de satisfaction à l’égard de la vie (en écarts-types) pour les personnes occupant un emploi et celles en chômage ayant des caractéristiques données Canada , États-Unis, Royaume-Uni et Allemagne, calculées selon cote normalisée de SV prévue unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Canada États-Unis Royaume-Uni Allemagne
cote normalisée de SV prévue Tableau de Note 1
Personnes occupant un emploi 0,011 -0,023 0,053 0,010
Personnes en chômage -0,307 -0,328 -0,251 -0,440

5 Différences transnationales et explications possibles

Les résultats révèlent certaines similitudes et différences intéressantes en ce qui a trait au bien‑être des travailleurs et des chômeurs entre les quatre pays à l’étude. Dans tous les cas, des coûts non financiers perceptibles sont associés au chômage, sans caractéristiques observables. Les chômeurs canadiens, comme ceux des autres pays, ont tendance à avoir des taux de satisfaction à l’égard de la vie plus faibles que les travailleurs, toutes choses étant égales par ailleurs. L’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et celle des travailleurs paraît remarquablement semblable au Canada, aux États-Unis et au Royaume-Uni. Il est nettement plus grand en Allemagne.

5.1 Sécurité et perspectives d’emploi

La sécurité et les perspectives du marché de l’emploi constituent une explication possible de l’écart important entre la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et celle des travailleurs allemands. Knabe et Rätzel (2011) ont établi que les perceptions d’une personne à l’égard de ses chances sur le marché du travail ont une plus forte incidence sur son bien-être que son statut d’emploi. Clark, Knabe et Rätzel (2010) ont divisé leur échantillon en quatre groupes s’excluant mutuellement selon leur sécurité et leurs perspectives d’emploi. Ils ont constaté que le travailleur ayant une bonne sécurité d’emploi affichait la plus grande satisfaction à l’égard de la vie, tandis que le chômeur ayant de piètres perspectives d’emploi affichait la plus faible. Fait intéressant, la moyenne relative à la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs sans sécurité d’emploi et des chômeurs ayant de bonnes perspectives d’emploi était la même. L’écart important entre la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs et celle des chômeurs en Allemagne peut indiquer une polarisation du marché de l’emploi, où les travailleurs se sentent en sécurité et les chômeurs ont de piètres perspectives d’emploi (en raison, par exemple, d’importants obstacles à l’entrée ou au retour sur le marché du travail).

Les indicateurs sommaires du marché de l’emploi et des institutions pour les quatre pays, présentés dans le tableau 5, ont servi à déterminer s’il existe une polarisation du marché de l’emploi en Allemagne. Ces indicateurs sont tirés des données de l’OCDENote  . Les résultats renforcent l’idée d’une polarisation entre la sécurité d’emploi et les perspectives d’emploi dans le marché de l’emploi allemand. L’Allemagne se distingue, parmi les quatre pays à l’étude, en ayant la plus faible incidence de courte durée d’occupation d’un emploi, de même que la plus forte incidence de longue durée d’occupation d’un emploi. Pendant la période à l’étude, près de 60 % des travailleurs allemands avaient une ancienneté d’au moins cinq ans chez leur employeur du moment. Dans les trois autres pays, à peine 46 % à 48 % des travailleurs avaient une ancienneté d’au moins cinq ans chez leur employeur du moment pendant les périodes correspondantes. Le taux de roulement du personnel était plus faible en Allemagne : à peine 15 % des travailleurs avaient connu une durée d’occupation de l’emploi de moins d’un an par rapport à 20 % ou plus de travailleurs des trois autres pays. Ces résultats indiquent que les travailleurs allemands bénéficient d’une sécurité d’emploi relativement plus grande. Le tableau 5 confirme que les perspectives d’emploi pour les chercheurs d’emploi en Allemagne s’avèrent plutôt déprimantes, alors que plus de 50 % des chômeurs sont sans emploi depuis plus d’un an. Les trois autres pays affichent des taux de chômage à long terme nettement plus faibles, à savoir 12 % au Canada, 15 % aux États-Unis et 27 % au Royaume-Uni. Cela expliquerait aussi les raisons pour lesquelles les chômeurs allemands ont affiché des cotes plus faibles que prévu pour la satisfaction à l’égard de la vie (voir la section 4.4) que leurs homologues en tous autres points égaux des autres pays.

Une variation transnationale quant à la sécurité et aux perspectives d’emploi peut en partie découler de facteurs institutionnels, comme la rigueur des lois relatives à la garantie d’emploi (LGE). Des études empiriques indiquent souvent que des LGE strictes influent de façon néfaste sur l’entrée sur le marché de l’emploi et la sortie de ce marché, parce qu’elles comportent des coûts de licenciement plus élevés et réduisent la propension à embaucher des employeurs (pour un examen de la question, consultez l’OCDE [2013]). Les différences entre les LGE des quatre pays (pendant leurs périodes échantillonnées respectives) mentionnées dans le tableau 5 étayent cette affirmation. L’Allemagne a des LGE relativement plus rigides contre les démissions des travailleurs permanents et temporaires que, dans l’ordre, le Royaume-Uni, le Canada et les États-Unis.

5.2 L’effet de normalisation sociale (du chômage d’autrui)

Des différences transnationales quant à l’effet du chômage contextuel sur le bien-être ont aussi été observées. La présente étude révèle que le chômage d’autrui est un puissant facteur modérateur du chômage de la personne touchée au Canada (avec ou sans l’inclusion des provinces de l’Atlantique) et dans une moindre mesure aux États-Unis. Le chômage d’autrui a un effet amplificateur sur le bien-être en Allemagne et un effet plutôt faible ou ambigu au Royaume‑Uni. Une partie de l’effet modérateur, s’il est présent, s’expliquerait par l’hypothèse de la normalisation sociale selon laquelle un taux de chômage régional élevé perturbe moins les chômeurs que les travailleurs. Par contre, d’autres facteurs entrent en jeu, particulièrement au Canada, où l’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie des travailleurs et celle des chômeurs disparaît lorsque le taux de chômage régional atteint 20 %. Dans les trois autres pays, les écarts demeurent grands (ou l’écart s’agrandit, dans le cas de l’Allemagne) même dans des échantillons provenant de la région ayant le taux de chômage le plus élevé.

Il n’y a pas d’explication précise quant à l’importance nettement plus marquée de l’effet modérateur du chômage régional au Canada que dans les autres pays. La forte saisonnalité dans les régions du Canada ayant un taux de chômage élevé constitue une des explications possibles. Les possibilités d’avoir un travail à l’année dans les régions rurales ou éloignées comme la côte de l’Atlantique sont souvent limitées. De grandes attentes en matière de rappel et des taux assez généreux de prestations d’assurance-emploi pour les travailleurs saisonniers sans travail peuvent atténuer les répercussions du chômage sur le bien-être. Sharpe et Smith (2005) ont avancé que les politiques peuvent entraîner une partie de la forte saisonnalité observée dans ces régions (surtout la région Atlantique). Ces politiques visant à protéger l’industrie de la pêche, jumelées à des prestations d’assurance-emploi généreuses et sans restrictions pendant la saison morte des travailleurs saisonniers, rendent le travail pendant une partie de l’année plus attrayant que les emplois à l’année moins bien rémunérésNote  . Ces interactions régionales avec la satisfaction à l’égard de la vie et le chômage favorisent en partie un faible écart moyen entre la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et celle des travailleurs au Canada. En l’absence d’un effet modérateur (c.-à-d. en présence d’un taux de chômage régional de 0), les chômeurs canadiens seraient moins satisfaits que leurs homologues occupant un emploi, leurs écarts-types atteignant 0,48, soit un chiffre supérieur aux données quantitatives observées dans les trois autres pays.

Tableau 5
Résumé de certains indicateurs institutionnels et indicateurs du marché de l’emploi, moyenne établie pour chaque période à l’étude
Sommaire du tableau
Le tableau montre les résultats de Résumé de certains indicateurs institutionnels et indicateurs du marché de l’emploi Canada 2009 à 2014, États-Unis 2005 à 2010, Royaume-Uni 1996 à 2008 et Allemagne 1995 à 2011, calculées selon pourcentage unités de mesure (figurant comme en-tête de colonne).
Canada 2009 à 2014 États-Unis 2005 à 2010 Royaume-Uni 1996 à 2008 Allemagne 1995 à 2011
pourcentage
Indicateur 1 : sécurité d’emploi de la personne occupant un emploi
Incidence de courte durée de l’occupation de l’emploi (moins de 12 mois), en tant que pourcentage de l’emploi total 20,4 22,6 19,8 14,8
Incidence de longue durée de l’occupation de l’emploi (5 ans ou plus), en tant que pourcentage de l’emploi total 46,1 46,8 48,5 58,8
Indicateur 2 : perspectives d’emploi de la personne en chômage
Incidence de longue durée de chômage (12 mois ou plus), en tant que pourcentage du chômage total 12,0 14,6 26,7 50,7
Indicateur 3 : facteurs institutionnels du marché de l’emploi — lois relatives à la garantie d’emploi
Travailleurs réguliers (0 à 6, restrictions par ordre croissant) 0,92 0,26 1,21 2,68
Travailleurs temporaires (0 à 6, restrictions par ordre croissant) 0,25 0,25 0,31 1,66

5.3 L’effet de propagation sur les travailleurs

En plus de l’effet de normalisation sociale, les résultats mettent en évidence une intéressante variation transnationale quant à l’effet de propagation du chômage d’autrui sur les travailleurs. Dans l’ensemble, les résultats étayent un effet de propagation négatif aux États-Unis et en Allemagne, aucun effet au Royaume-Uni et, fait surprenant, un effet positif généralisé au Canada. Comment expliquer les différences transnationales dans les externalités? Clark, Knabe et Rätzel (2010) ont invoqué que le facteur pivot réside dans les perceptions d’une personne à l’égard de l’insécurité du marché de l’emploi plutôt que de son statut d’emploi. Leurs résultats révèlent qu’un chômage régional a un effet de propagation négatif sur les hommes occupant un emploi sûr et les chômeurs ayant de bonnes perspectives d’emploi, tandis qu’il a un effet de propagation moins négatif, voire positif, sur les hommes occupant un emploi incertain et les chômeurs ayant de piètres perspectives d’emploi. Cela expliquerait la plus grande puissance de l’effet de propagation négatif en Allemagne qu’aux États-Unis. Comme le montre le tableau 5, la prévalence des travailleurs occupant un emploi sûr est plus élevée en Allemagne qu’aux États-Unis.

Il a été démontré précédemment que l’effet de propagation positif observé au Canada se concentre principalement dans la région de l’Atlantique où un taux de chômage régional plus élevé est associé à une plus grande satisfaction à l’égard de la vie chez les travailleurs. Lu et coll. (2015) ont observé des résultats semblables en montrant que la moyenne des cotes de satisfaction à l’égard de la vie était plus élevée dans les régions des Maritimes et du Québec, ayant un plus fort taux de chômage. Certaines de ces différences régionales peuvent se rattacher à des facteurs contextuels, comme la densité de la population et sa composition ethnique. Les régions à taux de chômage élevés peuvent être associées à des facteurs qui accroissent le bien‑être, comme l’appartenance au milieu (un facteur ayant un lien positif avec le capital social et, par conséquent, une plus grande satisfaction à l’égard de la vie). Lu et coll. (2015) ont démontré que des facteurs contextuels et l’appartenance au milieu expliquent une certaine variation, mais que l’ensemble des différences régionales quant à la satisfaction à l’égard de la vie demeurent stables, même sans tenir compte de ces facteurs.

Les autres raisons possibles de l’effet de propagation positif dans le Canada atlantique auraient un lien avec la migration sélective (Borjas, 1987). Il n’est pas surprenant que les régions à taux de chômage élevés aient souvent des taux nets de migration interne plutôt élevés, en grande partie en raison de la migration du milieu rural au milieu urbain. Les personnes qui quittent des zones rurales ou de petites villes pour de grandes zones métropolitaines se sentent moins heureuses que celles ayant les mêmes caractéristiques sociodémographiques qui restent dans les zones rurales. Glaeser, Gottlieb et Ziv (2014) se sont intéressés à une question connexe : le malheur et le déclin urbain dans les villes américaines. Ils ont observé que des personnes plus heureuses étaient moins susceptibles de quitter des villes sur le déclin, par rapport à des villes en croissance, même si ces résidents étaient moins heureux que d’autres Américains. D’autres recherches sont nécessaires pour comprendre le lien entre la migration et la satisfaction à l’égard de la vie, de même que les interactions avec les caractéristiques d’une région, au Canada.

6 Conclusion

Le présent article porte sur l’effet du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie d’un point de vue comparatif, à partir de données provenant du Canada, des États-Unis, du Royaume-Uni et de l’Allemagne. On cherche également à établir si le lien entre le chômage et la satisfaction à l’égard de la vie est modéré par un chômage contextuel dans l’ensemble des régions d’un pays, que ce soit par une propagation négative ou un effet positif de normalisation sociale, ou les deux.

Les résultats indiquent que des coûts non financiers perceptibles sont associés au chômage dans les quatre pays à l’étude. Toutes choses étant égales par ailleurs, les chômeurs ont tendance à avoir une moins grande satisfaction à l’égard de la vie que les travailleurs, selon des écarts-types d’une valeur d’environ 0,3 au Canada, aux États-Unis et au Royaume-Uni, et une marge plus marquée des écarts-types en Allemagne, d’une valeur de 0,47. La quantité d’argent ou l’augmentation d’échelon nécessaire pour rémunérer les chômeurs afin qu’il conserve le même taux de satisfaction à l’égard de la vie s’avère gigantesque.

Des différences transnationales quant aux répercussions des facteurs modérateurs ont été observées. La présente étude montre que le chômage d’autrui (mesuré à partir du taux de chômage régional) est un puissant facteur modérateur du chômage de la personne touchée au Canada et dans une moindre mesure aux États-Unis. Ce constat concorde avec l’hypothèse de la normalisation sociale. Toutefois, l’effet du chômage d’autrui est ambigu au Royaume-Uni et aggravant en Allemagne. Les résultats étayent un effet de propagation négatif du chômage d’autrui sur le travailleur aux États-Unis et en Allemagne, aucun effet de propagation au Royaume-Uni et, fait surprenant, un effet de propagation positif généralisé au Canada. Une analyse de sensibilité a révélé que l’anomalie canadienne constitue un phénomène observé principalement dans le Canada atlantique, non dans l’ensemble du pays.

La variation des répercussions des facteurs modérateurs d’une région à une autre favorise l’apparition de différences transnationales quant à l’écart entre la satisfaction à l’égard de la vie du travailleur et celle du chômeur. Au Canada, l’effet négatif du chômage sur la satisfaction à l’égard de la vie disparaît lorsque le taux de chômage régional atteint 20 %, tandis que l’écart demeure important dans les trois autres pays (ou s’amplifie, dans le cas de l’Allemagne) même dans des échantillons provenant des régions ayant les taux de chômage les plus élevés. Ainsi, les écarts entre la satisfaction à l’égard de la vie des chômeurs et celle des travailleurs, observés dans les échantillons canadiens et allemands s’expliquent en partie par les effets plus marqués de l’interaction régionale.

Dans le présent article, on étudie les raisons possibles des différences transnationales quant aux écarts observés entre le bien-être des chômeurs et celui des travailleurs et quant aux facteurs modérateurs. Les perceptions, par une personne, de la sécurité et des perspectives d’emploi jouent un rôle de premier plan. Elles expliquent plus particulièrement les raisons pour lesquelles les chômeurs allemands ont affiché des cotes plus faibles que prévu pour la satisfaction à l’égard de la vie que leurs homologues en tous autres points égaux des trois autres pays. Les résultats uniques des Canadiens quant aux facteurs modérateurs pourraient découler de caractéristiques d’emplois saisonniers, de même que d’une forte migration du milieu rural à un milieu urbain dans les régions du pays ayant un taux de chômage élevé.

Ces résultats, comme ceux de la majorité des études, comportent néanmoins des limites. L’étude a particulièrement ignoré la possibilité d’une causalité inversée, par exemple celle qu’une faible satisfaction à l’égard de la vie mène au chômage. Même si les ouvrages publiés indiquent que les effets de sélection de personnes malheureuses en chômage semblent minimes (Winkelmann et Winkelmann, 1998; Lucas et coll., 2004), le caractère endogène du chômage pourrait différer grandement d’un pays à l’autre. Les prochaines études comparatives devraient se pencher sur le problème de la causalité inversée en examinant, par exemple, si le chômage est une cause de l’amoindrissement du bien-être subjectif ou si un faible niveau de bien-être subjectif peut conduire au chômage.

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